2.2. ΘΝΗΣΙΜΟΤΗΤΑ ΚΑΤΑ ΑΙΤΙΕΣ ΘΑΝΑΤΟΥ

Transcript

1 ΚΕΦΑΛΑΙΟ 2 ΘΝΗΣΙΜΟΤΗΤΑ (MORTALITY) 2.1 ΕΙΣΑΓΩΓΗ Θα ήταν ίσως αναµενόµενο η παρουσίαση της γεννητικότητας να προηγηθεί εκείνης της θνησιµότητας εφ όσον η γέννηση σαν φυσικό γεγονός προηγείται του θανάτου. Η παρουσίαση εδώ είναι αντίστροφη για δύο λόγους. Ο πρώτος αφορά το γεγονός ότι η προσέγγιση της θνησιµότητας σαν δηµογραφικό φαινόµενο είναι ευκολότερη από την γεννητικότητα αφού στη πρώτη εµπλέκονται λιγότεροι παράγοντες που την επηρεάζουν - o θάνατος δεν αποτελεί συνήθως επιλογή, στη γέννηση αντίθετα εµπλέκεται σε µεγάλο βαθµό ο υποκειµενικός παράγοντας, η θέληση δηλαδή των ατόµων να αποκτήσουν παιδιά. Ο δεύτερος λόγος συνδέεται µε το γεγονός ότι η µελέτη της αναπαραγωγής ενός πληθυσµού προϋποθέτει τη µέτρηση της θνησιµότητας στην οποία υπόκειται ο πληθυσµός αυτός. Η θνησιµότητα, όπως και όλες οι άλλες πληθυσµιακές συνιστώσες, διαφοροποιείται κατά φύλο, ηλικία και σύµφωνα µε πληθώρα άλλων βιολογικών, κοινωνικών, οικονοµικών και περιβαλλοντικών χαρακτηριστικών του πληθυσµού όπως: η φυλή, η κληρονοµικότητα, η οικογενειακή κατάσταση, ο τόπος διαµονής, το κάπνισµα, η διατροφή, η κατανάλωση αλκοόλ, οι συνθήκες κατοικίας, η ιατροφαρµακευτική περίθαλψη, οι κλιµατολογικές συνθήκες. Οι µετρήσεις θνησιµότητας είναι αναγκαίες στη δηµογραφική έρευνα (ανάλυση θνησιµότητας, κατασκευή πινάκων επιβίωσης, ανάλυση γεννητικότητας, πληθυσµιακές προβολές κ.α.), στην έρευνα (Βιοστατιστική, Επιδηµιοµετρία κ.α.), στο δηµόσιο τοµέα (κρατικοί σχεδιασµοί, κοινωνική ασφάλιση κ.α.) και στον ιδιωτικό τοµέα (ασφαλιστικός κλάδος, φαρµακοβιοµηχανία κ.α.) ΘΝΗΣΙΜΟΤΗΤΑ ΚΑΤΑ ΑΙΤΙΕΣ ΘΑΝΑΤΟΥ Ένας από τους σηµαντικότερους πίνακες, που δηµοσιεύεται από τις εθνικές στατιστικές υπηρεσίες πολλών χωρών σε ετήσια βάση, αφορά στοιχεία που αναφέρονται σε αριθµούς θανάτων κατά φύλο, ηλικία και αιτία θανάτου. Η ταξινόµηση των θανάτων κατά αιτία γίνεται βάσει του δηµοσιεύµατος του Παγκόσµιου Οργανισµού Υγείας, ΠΟΥ (World Healh Orgaizaio, WHO): Maual of he Ieraioal Saisical Classificaio of iseases, Ijuries ad 32

2 Causes of eah γνωστό σαν I.C.. Αυτό το δηµοσίευµα περιέχει µια κατάσταση 50 βασικών οµάδων αιτιών θανάτου, η οποία ανανεώνεται και συµπληρώνεται τακτικά. Βιολογικοί παράγοντες όπως το φύλο, η ηλικία, η φυλή, η κληρονοµικότητα (τα δύο τελευταία καθορίζουν βιολογικές προδιαθέσεις) µπορεί να επηρεάσουν τη θνησιµότητα από τις διάφορες αιτίες θανάτου. Επίσης άλλοι παράγοντες που η επίδραση τους συνήθως διερευνάται σε µελέτες που αφορούν ειδική κατά αιτία θνησιµότητα είναι οικολογικοί, κλιµατολογικοί, η διατροφή, η απασχόληση κλπ. Χρειάζεται προσοχή σε συµπεράσµατα που αφορούν διαχρονικές µεταβολές θνησιµότητας από κάποια συγκεκριµένη αιτία καθώς είναι πιθανό η µεταβολή που παρατηρείται να αποτελεί απλά αποτέλεσµα της βελτίωσης των διαγνωστικών µέσων. Χρονολογικές σειρές στατιστικών δεδοµένων θνησιµότητας κατά φύλο και αιτίες θανάτου των χωρών µελών του Παγκόσµιου Οργανισµού Υγείας (Η.Π.Α., Καναδάς, χώρες της Ευρώπης, Αυστραλία, Νέα Ζηλανδία και Ιαπωνία και κάποιες χώρες της Λατινικής Αµερικής) αποτελούν τις βάσεις δεδοµένων του Παγκόσµιου Οργανισµού Υγείας και είναι διαθέσιµα στο διαδίκτυο στη διεύθυνση: hp://ifoserver.ciesi.org/ic/who/μoraliyaabase.hml 2.3. ΜΕΤΡΗΣΕΙΣ ΘΝΗΣΙΜΟΤΗΤΑΣ Ο Ακαθάριστος Συντελεστής Θνησιµότητας (Crude eah Rae), ο οποίος υπολογίζεται σαν τον λόγο του συνόλου των θανάτων () προς το µέσο πληθυσµό της χρονικής περιόδου αναφοράς ( ). Πολλαπλασιασµένος µε το 1000 εκφράζει το µέσο αριθµό θανάτων στα 1000 άτοµα του πληθυσµού: AΣΘ Ο ειδικός κατά ηλικία Συντελεστής Θνησιµότητας (Age-specific Moraliy Rae), οποίος υπολογίζεται από τον λόγο του αριθµού θανάτων ατόµων ηλικίας [, +) που συνέβησαν το έτος, προς το µέσο πληθυσµό ατόµων του ίδιου διαστήµατος ηλικίας το ίδιο έτος ( ). m Πολλαπλασιασµένος µε το 1000 εκφράζει το µέσο αριθµό θανάτων στα 1000 άτοµα του πληθυσµού ηλικιών του διαστήµατος [, +): 33

3 Σηµείωση: Εδώ ο δείκτης κάτω αριστερά, δεν αναφέρεται στη γενεά αλλά στο εύρος του διαστήµατος ηλικιών. Ο συντελεστής αναφέρεται σε δεδοµένα περιόδου (συνήθως ενός έτους) ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΑ ΘΑΝΑΤΟΥ (robabiliy of dyig, risk of deah) Ας θεωρήσουµε ένα κλειστό πληθυσµό, έναν πληθυσµό δηλαδή που δεν εµφανίζει µεταναστευτική κίνηση, αλλά µεταβάλλεται µόνο από την επίδραση των φυσικών συµβάντων. Ας υποθέσουµε επίσης ότι σε αυτό τον πληθυσµό 120 άτοµα έκλεισαν τα 58 την και ακόµα ότι την έχουν επιβιώσει οι 112 από αυτούς. Άρα από τους 120 που ήταν εκτεθειµένοι στον κίνδυνο είχαµε 8 συµβάντα. Κατά συνέπεια, για κάθε έναν από τους 120, η πιθανότητα θανάτου το έτος 2002 θα ισούται µε: 2002 q ,67 Αν θεωρήσουµε ότι οι 8 θάνατοι επήλθαν οµοιόµορφα µέσα στο 2002 τότε µέχρι το µέσον του έτους 2002 θα έχουν συµβεί 4 θάνατοι. Κατά συνέπεια, ο πληθυσµός ηλικίας 58 του µέσου του έτους θα είναι: Γενικά λοιπόν η πιθανότητα θανάτου για την ηλικία θα ισούται µε: q Αν υπολογίσουµε τον ειδικό κατά ηλικία συντελεστή θνησιµότητας για τον πληθυσµό του παραδείγµατος, έχουµε: 2002 m ,069 Η διαφορά του ειδικού κατά ηλικία συντελεστή θνησιµότητας µε την πιθανότητα θανάτου, οφείλεται στο ότι το πρώτο µέτρο αναφέρεται στον πληθυσµό ηλικίας του µέσου του έτους (µέσο πληθυσµό), ενώ η πιθανότητα θανάτου αναφέρεται στον πληθυσµό ηλικίας της αρχής του έτους (τον πληθυσµό που εκτίθεται στον κίνδυνο του θανάτoυ κατά την διάρκεια του έτους ). 34

4 2.5. ΣΧΕΣΗ ΜΕΤΑΞΥ ΕΙ ΙΚΟΥ ΚΑΤΑ ΗΛΙΚΙΑ ΣΥΝΤΕΛΕΣΤΗ ΘΝΗΣΙΜΟΤΗΤΑΣ ΚΑΙ ΤΗΣ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΑΣ ΘΑΝΑΤΟΥ Αν υποθέσουµε ότι οι θάνατοι ατόµων ηλικίας του έτους είναι οµοιόµορφα κατανεµηµένοι κατά την διάρκεια του έτους, η πιθανότητα θανάτου στην ηλικία ισούται µε: q Αν διαιρέσουµε τη σχέση αυτή µε το µέσο πληθυσµό στην ηλικία,, τότε q Επειδή όµως m αντικαθιστώντας θα έχουµε: q m 2 m q 1 1+ m 2 + m 2 Αυτός o τελευταίος τύπος είναι ο κλασικός τύπος για τον υπολογισµό της πιθανότητας θανάτου, από τον αντίστοιχο ειδικό κατά ηλικία συντελεστή θνησιµότητας, που υπολογίζεται από τα εµπειρικά δεδοµένα (δεδοµένα απογραφών και της φυσικής και µεταναστευτικής κίνησης του πληθυσµού). Να σηµειωθεί ότι ο τύπος αυτός είναι προσεγγιστικός αφού στηρίζεται στην υπόθεση της οµοιόµορφης κατανοµής των συµβάντων µέσα σε κάθε διάστηµα ηλικίας [, +1). H υπόθεση όµως αυτή είναι επαρκώς ρεαλιστική για τις περισσότερες ηλικίες, µε εξαίρεση την ηλικία µηδέν και τις πολύ µεγάλες ηλικίες. Η πιθανότητα θανάτου για την ηλικία µηδέν εκτιµάται µε εναλλακτικό τρόπο που θα δούµε στη συνέχεια. Όσον αφορά τις ηλικίες από 85 και άνω, λόγω των λανθασµένων δηλώσεων ηλικιών των θανόντων σε αυτό το ηλικιακό διάστηµα ο αριθµός θανάτων δίνεται αθροιστικά για το σύνολο τους. Έτσι η πιθανότητα θανάτου δεν έχει κανένα πρόβληµα να υπολογιστεί γιατί θα είναι απλούστατα ίση 35

5 µε την µονάδα (το ενδεχόµενο κάποιος θνητός συγκεκριµένης ηλικίας να πεθάνει κάποτε στο µέλλον αποτελεί δυστυχώς ένα βέβαιο γεγονός) ΠΡΟΣΕΓΓΙΣΤΙΚΟ ΣΦΑΛΜΑ ΣΤΟΝ ΥΠΟΛΟΓΙΣΜΟ ΤΗΣ ΠΙΘΑΝΟΤΗΤΑΣ ΘΑΝΑΤΟΥ Εκτός της υπόθεσης της οµοιόµορφης κατανοµής θανάτων µέσα στο έτος αναφοράς (κάτι αβέβαιο!), µια άλλη πηγή συστηµατικού σφάλµατος στον υπολογισµό της πιθανότητας θανάτου προέρχεται από το γεγονός ότι αυτοί που πεθαίνουν σε ηλικία κατά την διάρκεια κάποιου έτους δεν ήταν όλοι ηλικίας ετών στην αρχή του έτους αυτού. Έτσι υπάρχει αναντιστοιχία αριθµητή και παρονοµαστή στο λόγο µε τον οποίο ορίζεται η πιθανότητα θανάτου. Το πλήθος ατόµων που περιλαµβάνονται στον αριθµητή δεν αποτελεί υποσύνολο του πληθυσµιακού συνόλου που αναφέρονται στον παρονοµαστή του κλάσµατος αυτού ΒΡΕΦΙΚΗ ΘΝΗΣΙΜΟΤΗΤΑ Βρεφική ηλικία θεωρούνται οι 12 πρώτοι µήνες ζωής. Η ηλικία αυτή αναφέρεται στην δηµογραφική ορολογία ως ηλικία 0 ή ηλικιακό διάστηµα [0,1). Ακριβής ηλικία µηδέν είναι η ηλικία κατά τη στιγµή της γέννησης. Το επίπεδο της νεογνικής και βρεφικής θνησιµότητας αντανακλά εντονότατα το επίπεδο ανάπτυξης µιας χώρας. Ο υπολογισµός του ειδικού συντελεστή βρεφικής θνησιµότητας διαφοροποιείται από τον υπολογισµό των ειδικών συντελεστών των άλλων ηλικιών. Θα µπορούσε να µετρηθεί από το λόγο του αριθµού θανάτων ατόµων ηλικίας µηδέν προς τον πληθυσµό ηλικίας µηδέν του µέσου του έτους. Όµως ο πληθυσµός ηλικίας µηδέν εκτός του έτους απογραφής υπολογίζεται από στοιχεία γεννήσεων. Έτσι ο ειδικός συντελεστής βρεφικής θνησιµότητας του έτους συνήθως υπολογίζεται από το λόγο του αριθµού θανάτων ατόµων ηλικίας µηδέν του έτους ( 0 ) προς τον αριθµό των γεννήσεων ζώντων ( B) του ίδιου έτους: B q 0 0 Με αυτό τον τρόπο βέβαια, αυτό που στην ουσία υπολογίζεται είναι η πιθανότητα θανάτου, εφ όσον ο παρονοµαστής του κλάσµατος είναι ο εκτεθειµένος στον κίνδυνο του θανάτου πληθυσµός ατόµων ηλικίας µηδέν µέσα στο έτος (τα άτοµα ακριβούς ηλικίας 0). Ακόµα να σηµειωθεί ότι αυτός ο τρόπος υπολογισµού ενέχει συστηµατικό σφάλµα, εφόσον οι θάνατοι ατόµων ηλικίας 0 το έτος δεν αναφέρονται µόνο στις γεννήσεις του έτους αλλά και σε όσους 36

6 γεννήθηκαν το προηγούµενο έτος -1, και πέθαναν πριν τα γενέθλια τους το έτος, ήταν λοιπόν τη στιγµή του θανάτου τους ακόµα ηλικίας 0. Έτσι έχουµε: q0 B ενώ ο σωστότερος τρόπος υπολογισµού θα ήταν: B q 0 B B Αυτό όµως είναι η πιθανότητα θανάτου ατόµων ηλικίας µηδέν της γενεάς του έτους και για να υπολογιστεί απαιτούνται τα στοιχεία θανάτων να παρέχονται όχι µόνο κατά ηλικία αλλά και κατά το έτος γέννησης θανόντος. Ο περιορισµός όµως για τον υπολογισµό αυτής της πιθανότητας είναι ότι µόνο σε εξαιρετικά ελάχιστες χώρες τα εµπειρικά δεδοµένα παρέχονται σε αυτή την αναλυτική µορφή, ενώ στις περισσότερες χώρες παρέχονται µόνο κατά ηλικία. Αξίζει να παρατηρηθεί ότι όπως φαίνεται από την σύγκριση των δύο προηγούµενων εκφράσεων αυτό που στην ουσία συµβαίνει στον κλασικό υπολογισµό της πιθανότητας θανάτου για την ηλικία 0, είναι ότι αντικαθίσταται + το 1 0 µε το 1 0. ηλαδή αντικαθίσταται ο αριθµός συµβάντων αυτών που γεννήθηκαν το έτος και πέθαναν πριν τα γενέθλιά τους το έτος +1, σε ηλικία µηδέν, µε τον αριθµό συµβάντων αυτών που γεννήθηκαν το έτος -1 και πέθαναν πριν τα γενέθλιά τους το έτος, σε ηλικία µηδέν. Αν όµως θεωρήσουµε ότι το µέγεθος και η κατά ηλικία σύνθεση του πληθυσµού καθώς και η µορφή και η ένταση της κατά ηλικία θνησιµότητας δε διαφοροποιείται σηµαντικά από ένα ηµερολογιακό έτος στο επόµενο, τότε το προσεγγιστικό σφάλµα του κλασικού τύπου υπολογισµού µπορεί να θεωρηθεί µη σηµαντικό. Εναλλακτικά, στην κοινή περίπτωση που τα εµπειρικά δεδοµένα θανάτων δίνονται µόνο κατά ηλικία τότε το q 0 µπορεί να προσεγγιστεί έµµεσα, αφού προηγούµενα υπολογιστεί ένας συντελεστής διαχωρισµού φ. Ο συντελεστής αυτός υπολογίζεται από αναλυτικά δεδοµένα κάποιου τυπικού πληθυσµού. Ο τυπικός πληθυσµός θα µπορούσε να είναι ο πληθυσµός κάποιου προηγούµενου έτους ( ) ή ο πληθυσµός κάποιας άλλης χώρας, για το οποίο υπάρχουν στοιχεία θανάτων σε αναλυτική µορφή (δεδοµένα και κατά έτος γέννησης και κατά ηλικία): φ o 37

7 όπου: 0 οι θάνατοι ατόµων ηλικίας 0, της γενιάς που συνέβησαν το έτος (το ίδιο έτος της γέννησης τους), 0 ο συνολικός αριθµός θανάτων ατόµων ηλικίας 0 της γενιάς (συνέβησαν τα έτη ή +1), οι θάνατοι ατόµων ηλικίας 0, της γενιάς που συνέβησαν το έτος +1 (τα άτοµα αυτά πέθαναν πριν τα πρώτα τους γενέθλια το έτος +1). Έτσι ο αριθµητής του συντελεστή θνησιµότητας ατόµων ηλικίας 0 το έτος, υπολογίζεται σαν σταθµικός µέσος των 0 και +1 0 µε συντελεστή στάθµισης τα φ και (1-φ): q o φ + (1 φ ) + Β όπου, οι θάνατοι ατόµων ηλικίας 0 το έτος, Β οι θάνατοι ατόµων ηλικίας 0 το έτος +1 και οι γεννήσεις ζώντων το έτος. Οι συντελεστές βρεφικής θνησιµότητας των διαφόρων χωρών έχουν εµφανίσει θεαµατική µείωση διαχρονικά. Ο Πίνακας 2.1 παρουσιάζει τιµές των συντελεστών κάποιων επιλεγµένων χωρών. 38

8 Πίνακας 2.1: Συντελεστής βρεφικής θνησιµότητας ΧΩΡΑ ΕΤΟΣ q AΓΓΛΙΑ , ΣΟΥΗ ΙΑ , , ΕΛΛΑ Α*** , , ,3 ΙΣΛΑΝ ΙΑ ,6* ΑΦΓΑΝΙΣΤΑΝ ,8** *Το χαµηλότερο του κόσµου ** Το υψηλότερο του κόσµου *** Οι δείκτες αυτοί πρέπει να αντιµετωπιστούν µε κάποια επιφύλαξη γιατί ενέχουν συστηµατικού σφάλµατος. Πολλοί θάνατοι αµέσως µετά την γέννηση, ιδιαίτερα στην επαρχία, δεν δηλώνονται ούτε σαν γέννηση ζώντος, ούτε σαν θάνατος στην ηλικία 0, µε αποτέλεσµα να παραποιείται η τιµή του δείκτη. Το πρόβληµα αυτό µε την πάροδο του χρόνου τείνει να εκλείψει ΝΕΟΓΝΙΚΗ ΚΑΙ ΠΕΡΙΓΕΝΝΗΤΙΚΗ ΘΝΗΣΙΜΟΤΗΤΑ Έχει παρατηρηθεί στους ανθρώπινους πληθυσµούς ότι το µεγαλύτερο ποσοστό των θανάτων του πρώτου έτους ζωής επέρχεται τις πρώτες εβδοµάδες ζωής. Στις περισσότερο ανεπτυγµένες χώρες σήµερα το 40% περίπου των θανάτων του πρώτου ηλικιακού έτους επέρχονται την πρώτη µέρα ζωής ενώ περίπου το 70% αυτών επέρχονται τις πρώτες τέσσερις εβδοµάδες. Για τις ανάγκες λοιπόν της µέτρησης της περιγεννητικής και νεογνικής θνησιµότητας συνήθως υπολογίζονται οι εξής συντελεστές: Συντελεστής πρώιµης νεογνικής θνησιµότητας: ο λόγος των θανάτων της πρώτης εβδοµάδας ζωής προς τις γεννήσεις του ηµερολογιακού έτους αναφοράς. Συντελεστής όψιµης νεογνικής θνησιµότητας: ο λόγος των θανάτων της 2ης, 3ης και 4ης εβδοµάδας ζωής προς τις γεννήσεις του ηµερολογιακού έτους αναφοράς. 39

9 Συντελεστής νεογνικής θνησιµότητας: To άθροισµα των δύο προηγουµένων. Συντελεστής περιγεννητικής θνησιµότητας: O λόγος των γεννήσεων νεκρών και θανάτων της πρώτης εβδοµάδας ζωής προς τις γεννήσεις του ηµερολογιακού έτους αναφοράς. 2.8 ΜΟΡΦΗ ΤΗΣ ΕΙ ΙΚΗΣ ΚΑΤΑ ΗΛΙΚΙΑ ΘΝΗΣΙΜΟΤΗΤΑΣ Στο διάγραµµα 2.1 εµφανίζονται οι ειδικοί κατά ηλικία συντελεστές θνησιµότητας δύο διαφορετικών πληθυσµών, δύο διαφορετικά ηµερολογιακά έτη. Είναι εµφανές ότι η εξέλιξη αυτή, η οποία είναι τυπική για όλους τους ανθρώπινους πληθυσµούς, εµφανίζει µια πολυπλοκότητα στη µορφή της. Θα µπορούσε να µελετηθεί καλύτερα αν χωρίζαµε το διάστηµα ηλικίας σε τρία µέρη: Νεογνική, βρεφική και παιδική θνησιµότητα Η ειδική κατά ηλικία θνησιµότητα από την γέννηση µέχρι την αρχή της εφηβείας (περίπου την ηλικία δέκα ετών) εµφανίζει µια φθίνουσα εκθετική εξέλιξη µε πολύ έντονο ρυθµό µείωσης. Η θνησιµότητα της ηλικίας µηδέν είναι πολύ υψηλή, αντιστοιχεί σε επίπεδα θνησιµότητας των ηλικιών στους σύγχρονους πληθυσµούς των ανεπτυγµένων χωρών, ενώ σε πληθυσµούς των υπό ανάπτυξη χωρών µπορεί να ξεπερνά τη θνησιµότητα της ηλικίας 80. Το τόσο υψηλό επίπεδο θνησιµότητας για το εύρος αυτών των ηλικιών οφείλεται κατά κύριο λόγο στην περιγεννητική και νεογνική θνησιµότητα. Γύρω στην ηλικία 10, το επίπεδο θνησιµότητας αγγίζει την ελάχιστη τιµή του. Θνησιµότητα νεαρών ενηλίκων Στο διάστηµα ηλικιών από τα 10 µέχρι τα 30 περίπου, η µορφή της κατά ηλικία θνησιµότητας εµφανίζει µια περισσότερο ή λιγότερο έντονη ανωµαλία γνωστή στην βιβλιογραφία µε τον όρο: accide hump (καµπύλη ατυχηµάτων). Οφείλεται κατά κύριο λόγο στη θνησιµότητα από αιτίες όπως: νεοπλάσµατα, καρδιακά, (παλαιότερα φυµατίωση και άλλες επιδηµίες), ατυχήµατα (εργατικά, τροχαία κ.α.) και επηρεάζεται από όλους εκείνους τους κινδύνους στους οποίους εκτίθενται οι έφηβοι και οι νεαροί ενήλικες λόγω της αυξηµένης φυσικής και κοινωνικής δραστηριότητας. Η θνησιµότητα αυτών των ηλικιών επηρεάζεται γενικά από διάφορους κοινωνικούς και περιβαλλοντολογικούς παράγοντες όπως τον τρόπο ζωής, την απασχόληση κ.λ.π. και διαφοροποιείται σηµαντικά κατά φύλο. Η εµπειρική 40

10 παρατήρηση έχει δείξει ότι η καµπύλη αυτή εµφανιζόταν εντονότερα στους ανδρικούς πληθυσµούς τουλάχιστον σε ότι αφορά τις ανεπτυγµένες χώρες τα προηγούµενα χρόνια, αλλά συναντάται ακόµη και σήµερα στους περισσότερους πληθυσµούς. Ο λόγος είναι κύρια η αυξηµένη δραστηριότητα των ανδρών σε σχέση µε τις γυναίκες. Αυτή η διαφοροποίηση στους σύγχρονους πληθυσµούς των ανεπτυγµένων χωρών τείνει να εκλείψει. Στους γυναικείους πληθυσµούς αυτή η καµπύλη ήταν σχεδόν ανύπαρκτη στο παρελθόν, ενώ εµφανίζεται πλέον έντονη σε νεότερους πληθυσµούς, κύρια λόγω της ένταξης των γυναικών στην αγορά εργασίας. Θνησιµότητα ωρίµων ενηλίκων Η ειδική κατά ηλικία θνησιµότητα των ωρίµων ενηλίκων, µετά από την ηλικία 30 ετών περίπου, εµφανίζει εξέλιξη αύξουσα εκθετική, µε ρυθµό που διαφοροποιείται µεταξύ πληθυσµών και φύλων. Στις ηλικίες αυτές η διαδικασία της φυσικής γήρανσης δρα µε συνεχώς αυξανόµενο ρυθµό για να αγγίξει την µέγιστη τιµή της στην µεγαλύτερη ηλικία που εµφανίζεται στον πληθυσµό. Ο ρυθµός αύξησης των επιπέδων θνησιµότητας είναι εντονότερος σε χρονολογικά νεότερους πληθυσµούς, σε γυναικείους πληθυσµούς και σε πληθυσµούς αναπτυγµένων χωρών. Αιτία αυτής της διαφοροποίησης αποτελεί το γεγονός ότι αν και τα κατά ηλικία επίπεδα θνησιµότητας διαφοροποιούνται µεταξύ των διαφόρων πληθυσµών, το ανώτατο όριο ζωής παραµένει αµετακίνητο σε όλους τους πληθυσµούς. Η εξέλιξη της ιατρικής και η ανάπτυξη του βιοτικού επιπέδου επιφέρει µείωση της κατά ηλικία θνησιµότητας στους διάφορους πληθυσµούς, έτσι ώστε όλο και µεγαλύτερο µέρος των πληθυσµών αυτών να περνά στη γήρανση. Εν τούτοις παρά τις εξελίξεις, δεν έχει κατορθωθεί να αυξηθεί η ανώτατη διάρκεια ζωής. Έτσι όσο χαµηλότερα είναι τα κατά ηλικία επίπεδα θνησιµότητας ενός πληθυσµού, τόσο ταχύτερα αυξάνεται η θνησιµότητα στις µεγάλες ηλικίες. ιάγραµµα 2.1. Ειδική κατά ηλικία θνησιµότητα log(q),05,04,03,02,01,005,004,003,002,001 Ialia males 1990,0005,0004,0003 Germa males 1988,0002 Ausralia, females 1960 age 41

11 2.9. ΣΥΓΚΡΙΣΕΙΣ ΘΝΗΣΙΜΟΤΗΤΑΣ ΜΕΘΟ ΟΙ ΤΥΠΟΠΟΙΗΣΗΣ (Sadardizaio mehods) Οι ακαθάριστοι συντελεστές θνησιµότητας για το έτος 1999 ήταν για διάφορες χώρες οι εξής: Σουηδία 11, Ελλάδα 10, ανία 11, Αλβανία 5, Μονακό 17. Βάσει αυτών των τιµών, η θνησιµότητα των περισσότερο αναπτυγµένων χωρών (Σουηδία, Μονακό) εµφανίζεται σε υψηλότερα επίπεδα από εκείνη της Ελλάδας, ενώ ακόµη και ο συντελεστής της Αλβανίας είναι δραµατικά µικρότερος εκείνων των ανεπτυγµένων χωρών. Ένα άλλο αξιοπερίεργο εµπειρικό εύρηµα είναι ότι η θνησιµότητα των Ελλήνων βάσει του ακαθάριστου συντελεστή, όπως αυτή αποτυπώνεται στο ιάγραµµα 2.2, διαχρονικά αυξάνεται σταθερά. ιάγραµµα 2.2 Ακαθάριστος συντελεστής θνησιµότητας του Ελληνικού Πληθυσµού Εν τούτοις είναι γνωστό ότι τα κατά ηλικία επίπεδα θνησιµότητας της Ελλάδας έχουν διαχρονικά δραµατικά µειωθεί. Αιτία αυτού του οξύµωρου φαινοµένου είναι ότι η ηλικιακή σύνθεση του πληθυσµού έχει µεταβληθεί έντονα µέσα σε αυτό το χρονικό διάστηµα. Ο πληθυσµός της Ελλάδας διαχρονικά ωριµάζει. Η κατά ηλικία σύνθεση του πληθυσµού διαµορφώνεται υπέρ των µεγάλων ηλικιών, η µέση ηλικία του πληθυσµού αυξάνεται σαν αποτέλεσµα της διαχρονικής µείωσης των κατά ηλικία επιπέδων θνησιµότητας και των επιπέδων γεννητικότητας. Επίσης το γεγονός ότι ο ακαθάριστος συντελεστής θνησιµότητας της Αλβανίας εµφανίζεται πολύ µικρότερος από τους αντίστοιχους των περισσότερων αναπτυγµένων χωρών οφείλεται στη διαφορετική κατά ηλικία σύνθεση των πληθυσµών. Οι περισσότερο αναπτυγµένες χώρες εµφανίζουν εντονότερα φαινόµενα δηµογραφικής γήρανσης λόγω µεγαλύτερης διαχρονικής αύξησης της προσδοκώµενης ζωής και πτώσης των επιπέδων γεννητικότητας. Έτσι, σε σχέση µε την Αλβανία, στους πληθυσµούς αυτούς πολύ µεγαλύτερο µέρος τους είναι ηλικιωµένοι. 42

12 Από αυτά τα παραδείγµατα γίνεται εµφανές ότι οι ακαθάριστοι συντελεστές θνησιµότητας είναι ακατάλληλα µέτρα για συγκρίσεις θνησιµότητας µεταξύ πληθυσµών όταν αυτοί οι πληθυσµοί εµφανίζουν διαφορετική κατά ηλικία σύνθεση. Οι ειδικοί κατά ηλικία συντελεστές θνησιµότητας είναι κατάλληλα µέτρα, αυτοί όµως είναι τόσοι πολλοί όσες και οι ηλικίες στον πληθυσµό (ή όσες οι οµάδες ηλικιών στις οποίες αναφέρονται) και αυτό κάνει τις συγκρίσεις πολύπλοκες. Είναι προφανές ότι κάποιο κατάλληλο µέτρο, που θα αναφέρεται στο σύνολο του πληθυσµού, είναι αναγκαίο για συγκρίσεις θνησιµότητας µεταξύ πληθυσµών ή για διαχρονικές συγκρίσεις θνησιµότητας κάποιου πληθυσµού Άµεση Τυποποίηση (irec sadardizaio) Ας θεωρήσουµε ένα παράδειγµα. Τα εµπειρικά δεδοµένα που παρουσιάζονται στον Πίνακα 2.2 αφορούν τον πληθυσµό της Ν. Ζηλανδίας το έτος Πίνακας 2.2. ηµογραφικά δεδοµένα του πληθυσµού της Ν. Ζηλανδίας Μαoρί Έποικοι (1) (2)* (3) (4) (5) (6)* (7) (8) (9) 0 39, ,44 267, , , ,91 505, , , ,53 401, , , ,52 597, , , ,90 487, , , ,59 219, ,50 201, , , ,09 * σε χιλιάδες Πηγή: ollard e. al όπου : ο µέσος πληθυσµός ηλικιών [, +) σε χιλιάδες ατόµων, % η κατά οµάδες ηλικιών ποσοστιαία, σύνθεση του πληθυσµού, ο αριθµός θανάτων ατόµων ηλικιών του διαστήµατος [, +), m ο ειδικός συντελεστής θνησιµότητας της οµάδας ηλικιών [, +). % m m % Θεωρώντας τις τιµές στις στήλες (5) και (9) του Πίνακα 2.2, παρατηρούµε ότι ενώ οι ειδικοί κατά ηλικία συντελεστές θνησιµότητας των εποίκων είναι συστηµατικά πολύ χαµηλότεροι από τους αντίστοιχους των Μαορί για όλες τις οµάδες ηλικιών, οι ακαθάριστοι συντελεστές θνησιµότητας συνδέονται µε αντίθετη σχέση. Ακόµα συγκρίνοντας τις τιµές στις στήλες (3) και (7) του Πίνακα 2.2 παρατηρούµε ότι η κατά ηλικία σύνθεση των δύο πληθυσµών διαφέρει αισθητά. Οι Μαορί είναι πολύ νεότερος πληθυσµός σε σχέση µε τους άποικους. 43

13 Γνωρίζουµε όµως ότι ο ακαθάριστος συντελεστής θνησιµότητας (ΑΣΘ) ορίζεται από τη σχέση: AΣΘ AΣΘ αλλά m m Άρα, m ΣΘ ΣΘ A A m Σε αυτή την τελευταία έκφραση είναι εµφανές ότι το Ακαθάριστος Συντελεστής Θνησιµότητας (ΑΣΘ) αποτελεί σταθµικό µέσο των επί µέρους ειδικών συντελεστών m µε συντελεστές στάθµισης τα αντίστοιχα ποσοστά πληθυσµού της κάθε οµάδας ηλικίας. Κατά συνέπεια, οι ΑΣΘ των δύο πληθυσµών είναι σταθµικοί µέσοι των επί µέρους m του κάθε πληθυσµού µε διαφορετικούς συντελεστές στάθµισης (τα αντίστοιχα µεγέθη του κάθε πληθυσµού) και ως εκ τούτου µη συγκρίσιµοι µεταξύ τους. Για να γίνουν συγκρίσιµα τα δύο αυτά µέτρα θα πρέπει να χρησιµοποιηθούν κοινοί συντελεστές στάθµισης στον υπολογισµό τους. Σαν τέτοιοι θα µπορούσαν να χρησιµοποιηθούν τα πληθυσµιακά µεγέθη του συνολικού πληθυσµού της Ν. Ζηλανδίας. Θεωρούµε λοιπόν το συνολικό πληθυσµό της χώρας σαν τυπικό (ή πρότυπο) πληθυσµό. Υπολογίζουµε µε αυτόν τον τρόπο έναν τυποποιηµένο συντελεστή θνησιµότητας για τον κάθε πληθυσµό, σαν ένα συνολικό συντελεστή θνησιµότητας που θα χαρακτήριζε τον πρότυπο πληθυσµό εάν σε αυτόν αντιστοιχούσαν, για την κάθε οµάδα ηλικιών, οι ειδικοί συντελεστές θνησιµότητας του υπό εξέταση πληθυσµού. Ο Τυποποιηµένος Συντελεστής Θνησιµότητας, (ΤΣΘ), είναι ο λόγος του αναµενόµενου αριθµού θανάτων του τυπικού πληθυσµού, αν ο πληθυσµός αυτός βίωνε τα ίδια κατά ηλικία επίπεδα θνησιµότητας µε αυτά του υπό εξέταση πληθυσµού, προς το συνολικό µέγεθος του τυπικού πληθυσµού. Έτσι για τον συνολικό πληθυσµό της Ν. Ζηλανδίας έχουµε τον πίνακα

14 Πίνακας 2.3. ηµογραφικά δεδοµένα συνολικού πληθυσµού Ν. Ζηλανδίας, για το έτος 1966 ( S ) ( S ) 0 306, , , , , , , , , , , , , ,89 (S): Sadard populaio - τυπικός ή πρότυπος πληθυσµός Τυποποιηµένοι συντελεστές θνησιµότητας για κάθε ένα από τους δύο υποπληθυσµούς της Ν. Ζηλανδίας, θα υπολογιστούν από τη σχέση: m ( S ) TΣΘ ( S) ( S) m Κάνοντας χρήση των πινάκων 2.2 και 2.3, o τυποποιηµένος συντελεστής των Μαορί είναι: ( ) 306,6 7, ,7 0, ,1 93,59 T ΣΘ M 2676,8 και αντιστοίχως των εποίκων: 13,88 ( ) T ΣΘ E 306,6 3, ,7 0, ,1 68, ,8 8,68 Παρατηρούµε ότι ενώ ο ΑΣΘ των Μαορί (6.41) εµφανίζεται µικρότερος από τον ΑΣΘ των εποίκων (9.09), οι αντίστοιχοι τυποποιηµένοι συντελεστές συνδέονται µε αντίθετη σχέση. (ΤΣΘ (Μ) > ΤΣΘ (Ε) 8.68). Αυτοί οι τελευταίοι δίνουν πιο σωστή εικόνα της σχέσης των γενικών επιπέδων θνησιµότητας των δύο πληθυσµών, η οποία συµπίπτει µε εκείνη που εµφανίζουν οι επί µέρους ειδικοί κατά ηλικία συντελεστές των δύο πληθυσµών Έµµεση Τυποποίηση (Ιdirec sadardizaio) Στο παράδειγµά µας υπολογίσαµε τους τυποποιηµένους συντελεστές θνησιµότητας των δύο πληθυσµών ως σταθµικούς µέσους των επί µέρους m του κάθε πληθυσµού µε κοινούς συντελεστές στάθµισης, τα πληθυσµιακά µεγέθη του τυπικού πληθυσµού κατά οµάδες ηλικιών. 45

15 Είναι προφανές ότι για αυτούς τους υπολογισµούς απαιτείται η γνώση των ειδικών κατά ηλικία συντελεστών θνησιµότητας του υπό εξέταση πληθυσµού ( m ). Αν αυτοί είναι άγνωστοι και αν το µόνο στοιχείο θνησιµότητας που είναι δεδοµένο για τον κάθε πληθυσµό είναι ο συνολικός αριθµός θανάτων των πληθυσµών αυτών, ο τυποποιηµένος συντελεστής θνησιµότητας µπορεί εναλλακτικά να υπολογιστεί από την έκφραση: T ΣΘ A m ΣΘ ( S) ( S ) όπου: ο συνολικός αριθµός θανάτων του υπό εξέταση πληθυσµού, ο µέσος πληθυσµός ηλικιών [, +) του υπό εξέταση πληθυσµού, (S ) m ο ειδικός συντελεστής θνησιµότητας της οµάδας ηλικιών [, +) του τυπικού πληθυσµού και (S ) AΣΘ ο ακαθάριστος συντελεστής θνησιµότητας του τυπικού πληθυσµού. Παρατηρούµε ότι αυτός ο συντελεστής υπολογίζεται σαν ο ακαθάριστος συντελεστής θνησιµότητας του τυπικού (πρότυπου) πληθυσµού πολλαπλασιασµένος µε το λόγο του πραγµατικού συνολικού αριθµού θανάτων του υπό εξέταση πληθυσµού προς τον αναµενόµενο συνολικό αριθµό θανάτων του υπό εξέταση πληθυσµού, αν θεωρήσουµε ότι αυτός υπόκεινται στην ίδια ειδική κατά ηλικία θνησιµότητα µε τον τυπικό πληθυσµό. Ο λόγος αυτός θα ισούται µε τη µονάδα αν η θνησιµότητα του πληθυσµού για τον οποίο υπολογίζεται είναι ίση µε εκείνη του πρότυπου πληθυσµού. Θα είναι µικρότερος της µονάδας αν η θνησιµότητα του πληθυσµού για τον οποίο υπολογίζεται είναι µικρότερη από εκείνη του πρότυπου πληθυσµού. Τέλος, θα είναι µεγαλύτερος της µονάδας στην αντίθετη περίπτωση. Έτσι ο ΤΣΘ του εκάστοτε πληθυσµού θα ξεπερνά ή θα υπολείπεται του ΑΣΘ του τυπικού πληθυσµού ανάλογα µε τη σχέση των γενικών επιπέδων θνησιµότητας των δύο πληθυσµών. Για το παράδειγµα µας: και ( ) T ΣΘ M ,5 4, ,7 0, ,9 68,94 8,89 15,00 ( ) T ΣΘ E ,89 8,67 267,1 4, ,0 0, ,2 68,9 Βάσει αυτού του τρόπου υπολογισµού βλέπουµε ότι το αποτέλεσµα συµπίπτει µε αυτό της άµεσης (ευθείας) τυποποίησης, δηλαδή ο τυποποιηµένος συντελεστής θνησιµότητας των Μαορί εµφανίζεται πολύ ψηλότερος από τον αντίστοιχο των εποίκων. 46

16 Σχόλια Οι τυποποιηµένοι συντελεστές δεν αποτελούν καθαρά µέτρα θνησιµότητας του πληθυσµού στον οποίο αναφέρονται, αφού για τον υπολογισµό τους δε χρησιµοποιούνται µόνο στοιχεία του πληθυσµού αυτού, αλλά και στοιχεία του πρότυπου πληθυσµού. Εν τούτοις λόγω της οµοιογένειας τους είναι κατάλληλοι για συγκρίσεις θνησιµότητας µεταξύ πληθυσµών. Πρέπει ακόµα να σηµειωθεί ότι δεν υπάρχει κάποιος γενικά αποδεκτός τρόπος επιλογής τυπικού πληθυσµού. Ο ερευνητής είναι ελεύθερος κατά την κρίση του να επιλέξει κάποιο πληθυσµό που θα χρησιµοποιηθεί σαν πρότυπος. Αυτός θα µπορούσε να είναι κάποιος γενικός πληθυσµός (κάποιος που οι πληθυσµοί τους οποίους θέλουµε να συγκρίνουµε αποτελούν υποσύνολα του) ή ακόµα, ο ένας από αυτούς τους πληθυσµούς ή κάποιος τρίτος ανεξάρτητος πληθυσµός. Η επιλογή πρότυπου πληθυσµού επηρεάζει βέβαια έντονα την τιµή των τυποποιηµένων συντελεστών, πολύ σπάνια όµως την κατεύθυνση της µεταξύ τους σχέσης. 47